佟 巖，林宇彤，李 鑫

（1. 北京理工大學(xué) 管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 100081；2. 招商銀行股份有限公司 北京分行，北京 100031）

作為企業(yè)投資的重要組成部分，并購成為越來越多的公司集中優(yōu)質(zhì)資產(chǎn)、整合有效市場(chǎng)資源、提高產(chǎn)能利用率以及核心競(jìng)爭(zhēng)力的重要途徑。黨的十九大報(bào)告指出，要深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，“發(fā)揮投資對(duì)優(yōu)化供給結(jié)構(gòu)的關(guān)鍵性作用”，不斷優(yōu)化存量資源配置、建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系。在此背景下，通過企業(yè)并購來改善資源配置、優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)成為轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、實(shí)現(xiàn)供需平衡的迫切要求。但并購并非一定能夠創(chuàng)造更高的價(jià)值，很多因素會(huì)影響到公司并購后的績效表現(xiàn)。已有研究分別從高管權(quán)力[1]75、內(nèi)部控制質(zhì)量[2]43、企業(yè)文化[3]146等公司內(nèi)部因素，以及市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境[4]48、社會(huì)信任[5]125等公司外部因素的不同視角，探討了它們與并購績效之間的關(guān)系。本文認(rèn)為，宏觀經(jīng)濟(jì)政策作為經(jīng)營環(huán)境的重要組成部分，也會(huì)影響并購績效。

宏觀經(jīng)濟(jì)政策的調(diào)整對(duì)各類經(jīng)濟(jì)主體的影響日益成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)。黨的十九大強(qiáng)調(diào)“著力構(gòu)建市場(chǎng)機(jī)制有效、微觀主體有活力、宏觀調(diào)控有度的經(jīng)濟(jì)體制”。在市場(chǎng)發(fā)揮資源配置決定性作用的同時(shí)，經(jīng)濟(jì)政策的變動(dòng)可能會(huì)使作為微觀主體的企業(yè)在決策行為和經(jīng)營表現(xiàn)上面臨更大的不確定性，進(jìn)而抑制企業(yè)投資[6]115。企業(yè)并購作為投資的特殊類型，已有研究更多地關(guān)注到經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)并購事件發(fā)生的可能性、完成的時(shí)間以及并購規(guī)模的影響，而與并購長期績效之間的關(guān)系亟須進(jìn)一步拓展，這構(gòu)成了本文的核心研究命題。近年來為規(guī)范上市公司兼并收購行為，維護(hù)市場(chǎng)秩序，保護(hù)投資者、上市公司與社會(huì)公眾的利益，證監(jiān)會(huì)發(fā)布一系列管理辦法對(duì)并購中的業(yè)績承諾問題進(jìn)行了規(guī)范。當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性程度不同時(shí)，并購中的業(yè)績承諾條款是否會(huì)對(duì)長期績效產(chǎn)生影響呢？本文也將深入分析業(yè)績承諾在經(jīng)濟(jì)政策不確定性與并購績效的關(guān)系中發(fā)揮的作用。

本文的研究貢獻(xiàn)包括：第一，分析經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)中國上市公司長期并購績效的影響，豐富相關(guān)研究的內(nèi)容。已有研究更多地探討了經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)廣義投資的影響[6]115，對(duì)并購交易的影響局限于并購事件發(fā)生概率[7]531[8]、交易規(guī)模、交易時(shí)間和支付方式[9]613等方面，較少深入分析不確定性對(duì)并購長期績效的影響及程度。本文將經(jīng)濟(jì)政策不確定性的影響擴(kuò)展到并購事件的長期績效表現(xiàn)，有助于豐富宏觀政策與微觀主體行為間的影響關(guān)系，尤其是補(bǔ)充了經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)并購價(jià)值創(chuàng)造結(jié)果的影響分析。第二，以業(yè)績承諾協(xié)議作為切入點(diǎn)剖析經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)并購績效的影響機(jī)理，拓展了研究視角。從理論上看，業(yè)績承諾會(huì)緩解并購雙方的信息不對(duì)稱，對(duì)并購長期績效產(chǎn)生正向影響。但中國并購市場(chǎng)中，也存在著業(yè)績承諾推高估值和商譽(yù)的潛在風(fēng)險(xiǎn)。經(jīng)濟(jì)政策不確定性強(qiáng)的時(shí)期，目標(biāo)方的未來發(fā)展預(yù)期更加不明朗，分析業(yè)績承諾在宏觀環(huán)境與主并方微觀行為之間的作用機(jī)理將豐富并購經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)研究。

一、文獻(xiàn)綜述

（一）并購績效及影響因素

關(guān)于并購績效的相關(guān)研究大多集中于影響因素、衡量方法等方面。已有研究表明，高管權(quán)力[1]75、內(nèi)部控制質(zhì)量[2]43、企業(yè)文化[3]146、社會(huì)責(zé)任信息披露[10]是影響并購績效的重要內(nèi)部因素。此外，也有學(xué)者從高管特征的角度進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)管理層若存在并購成功的經(jīng)驗(yàn)，則容易產(chǎn)生過度自信，其支付高額的并購溢價(jià)會(huì)使得并購后績效更差[11]。此外，高度競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)環(huán)境[4]48、社會(huì)信任[5]125、宏觀政策的變動(dòng)[9]613等外部因素同樣對(duì)并購活動(dòng)的成功與否起著重要作用。關(guān)于并購績效的衡量方法，目前較為常見的主要有基于市場(chǎng)的事件研究法和基于財(cái)務(wù)信息的會(huì)計(jì)研究法。事件研究法包括計(jì)算短期并購績效的短期事件研究法（使用股票累積超額報(bào)酬率CAR為計(jì)量指標(biāo)）[3]150[5]131和計(jì)算長期并購績效的長期事件研究法（使用購買并持有超額收益BHAR為計(jì)量指標(biāo)）[12][13]203。會(huì)計(jì)研究法則是采用企業(yè)相關(guān)財(cái)務(wù)信息，通過對(duì)比企業(yè)并購前后或企業(yè)在并購后相較于同行業(yè)其他企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的變化來計(jì)算長期并購績效，通常選取的經(jīng)營業(yè)績指標(biāo)包含銷售利潤率、總資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率、每股收益和自由現(xiàn)金流量等指標(biāo)[1]78[3]150[14]133，亦或同時(shí)運(yùn)用多個(gè)企業(yè)財(cái)務(wù)指標(biāo)進(jìn)行因子分析[2]46[15]。此外，也有研究基于企業(yè)成長性表現(xiàn)，采用托賓Q值衡量長期并購績效[1]78。這些方法都各有所長，需要針對(duì)具體問題選取不同的方法。

（二）經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)并購

自2008年全球金融危機(jī)以來，各國政府不斷改進(jìn)已有經(jīng)濟(jì)政策，或頻繁出臺(tái)新經(jīng)濟(jì)政策來應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)的劇烈波動(dòng)，使經(jīng)濟(jì)政策不確定性的概念成為理論研究的熱點(diǎn)[16]。為更好地捕捉、探究經(jīng)濟(jì)政策存在的不確定性，進(jìn)而為各類經(jīng)濟(jì)主體提供行之有效的應(yīng)對(duì)策略，學(xué)界使用政治選舉[17-18]、官員變更[19]、政策選擇模型[20]等對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性進(jìn)行度量，其中Baker等[21][22]1593構(gòu)建的經(jīng)濟(jì)政策不確定性測(cè)度指標(biāo)（BBD）①經(jīng)濟(jì)政策不確定性測(cè)度指標(biāo)（BBD）是將美國十大報(bào)紙期刊中“經(jīng)濟(jì)”“政策”“規(guī)定”“法律”“聯(lián)邦儲(chǔ)備銀行”和“赤字”等關(guān)鍵詞出現(xiàn)的次數(shù)進(jìn)行計(jì)數(shù)，并估計(jì)近期將到期的稅收條款對(duì)美元的影響，以預(yù)測(cè)政府支出與CPI的差異來代表未來貨幣和財(cái)政政策的不確定性，將這三部分按一定權(quán)重加權(quán)平均得出月度美國經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)，這一方法已得到廣泛應(yīng)用。在國內(nèi)外研究中得到了較為廣泛的運(yùn)用[23-25]。在此基礎(chǔ)上，現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的提高不僅會(huì)產(chǎn)生阻礙經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇[26]、加劇股票市場(chǎng)波動(dòng)等[27]宏觀層面的負(fù)面影響，亦會(huì)阻礙微觀企業(yè)的投資行為[28-32]。但也有研究表明，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資可以起到一定的激勵(lì)作用[33-35]。

并購屬于企業(yè)投資的范疇，是企業(yè)擴(kuò)大規(guī)模、追求資源共享和產(chǎn)業(yè)整合的重要途徑。但并購又與一般投資不同，并購使主并方參與或控制目標(biāo)方的經(jīng)營，從而對(duì)預(yù)期回報(bào)產(chǎn)生更高的期望，因此經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)并購的影響并不能簡單等同于經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)投資的影響。已有研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)并購具有促進(jìn)作用。Garfinkel和Hankins[36]認(rèn)為，并購活動(dòng)是降低不確定性波動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)對(duì)沖機(jī)制，能夠?qū)崿F(xiàn)垂直整合與分散風(fēng)險(xiǎn)。申慧慧等[37]認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)政策不確定性增加時(shí)，會(huì)增大監(jiān)督管理者的難度，降低投資失敗被覺察的可能性，從而強(qiáng)化了國有企業(yè)管理層過度投資的傾向。此外，Bhagwat等[38]認(rèn)為，宏觀經(jīng)濟(jì)的不確定加劇了市場(chǎng)波動(dòng)性，減少了并購交易活動(dòng)，且并購交易完成時(shí)間越長，不確定性對(duì)目標(biāo)公司價(jià)值的危害越大。Bonaime等[7]531、Nguyen和Phan[9]613研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性降低了企業(yè)的并購意愿，抑制了并購行為。然而，國內(nèi)外學(xué)者較多關(guān)注經(jīng)濟(jì)政策不確定性如何影響并購事件發(fā)生的可能性、完成的時(shí)間以及并購規(guī)模，對(duì)并購績效的影響以及內(nèi)在機(jī)理仍有待于進(jìn)一步研究。

鑒于此，本文將立足于經(jīng)濟(jì)政策不確定性這一企業(yè)外部因素，考察其對(duì)并購長期績效的影響，并探討業(yè)績承諾協(xié)議在二者之間的影響路徑以及管理層持股和融資約束所產(chǎn)生的調(diào)節(jié)效應(yīng)，以期進(jìn)一步拓展經(jīng)濟(jì)政策不確定性影響并購乃至企業(yè)投資的研究視角，豐富并購長期績效影響因素的相關(guān)內(nèi)容。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）經(jīng)濟(jì)政策不確定性與并購績效

筆者認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)政策不確定性越強(qiáng)，主并方并購后的績效可能越差。原因包括：第一，經(jīng)濟(jì)政策不確定性提高了主并方和目標(biāo)方之間的信息不對(duì)稱程度，使得主并方難以對(duì)目標(biāo)方的質(zhì)量進(jìn)行較為準(zhǔn)確的評(píng)估和判斷，從而對(duì)后續(xù)的并購活動(dòng)產(chǎn)生不利影響。根據(jù)信息不對(duì)稱理論，一方面，主并方與目標(biāo)方掌握的信息不對(duì)稱，容易產(chǎn)生逆向選擇問題，即無論質(zhì)量優(yōu)劣，商品價(jià)格趨于一致，導(dǎo)致“劣幣驅(qū)除良幣”，主并方難以從外部交易中獲得質(zhì)量高價(jià)格低的標(biāo)的，降低了并購后的整體效率[39]。另一方面，經(jīng)濟(jì)政策不確定性會(huì)加劇管理層可能出現(xiàn)的道德風(fēng)險(xiǎn)。在經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高時(shí)，主并方公司管理層往往更加關(guān)注自身的榮譽(yù)與績效，可能會(huì)忽視經(jīng)濟(jì)不確定時(shí)期的并購風(fēng)險(xiǎn)，損害企業(yè)的整體利益[40]。此外，為提高自身管理的企業(yè)的估值，目標(biāo)方管理者可能貪圖私利隱瞞或虛報(bào)企業(yè)真實(shí)經(jīng)營與收益情況，以獲得更多外部投資者的青睞。

第二，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的提升加劇了企業(yè)的融資約束，降低了主并方在并購?fù)瓿珊蟮娘L(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力和并購項(xiàng)目的整體收益。經(jīng)濟(jì)不確定性較高時(shí)，投資者期望得到更高的債權(quán)或股權(quán)收益來補(bǔ)償經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)經(jīng)營發(fā)展帶來的額外風(fēng)險(xiǎn)，使得主并方在經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高時(shí)難以獲取成本較低的外部融資。銀行等外部金融機(jī)構(gòu)為降低風(fēng)險(xiǎn)，在經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高時(shí)傾向于簽署更嚴(yán)苛的借款協(xié)議來限制與約束借款人的資金使用范圍[41]，甚至減少對(duì)外貸款資金的供給量，使得主并方難以保有充足的內(nèi)部流動(dòng)資金以預(yù)防和應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性帶來的風(fēng)險(xiǎn)[42-43]。此外，并購時(shí)如果以現(xiàn)金作為支付交易對(duì)價(jià)的主要方式之一，并購后一段時(shí)間內(nèi)可能出現(xiàn)現(xiàn)金流不足，股票市場(chǎng)會(huì)因此反饋出不利于主并方的信息，導(dǎo)致并購后績效表現(xiàn)不佳。

因此，本文提出以下假設(shè)：

H1.經(jīng)濟(jì)政策不確定性越高，主并方并購后的長期績效越差。

（二）業(yè)績承諾的中介效應(yīng)

業(yè)績承諾協(xié)議是對(duì)并購標(biāo)的物未來盈利狀況的保證，目的是保護(hù)在信息不對(duì)稱情況下進(jìn)行交易活動(dòng)的并購利益相關(guān)方，以降低資產(chǎn)定價(jià)風(fēng)險(xiǎn)。這一協(xié)議一定程度上在經(jīng)濟(jì)政策不確定性與并購績效之間起到了中介作用。

首先，經(jīng)濟(jì)政策不確定性會(huì)影響并購雙方對(duì)業(yè)績承諾的選擇偏好。從主并方角度看，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的提高使其無法準(zhǔn)確預(yù)估目標(biāo)方能否達(dá)到業(yè)績承諾目標(biāo)。當(dāng)業(yè)績承諾可能成為“空談”，且簽署業(yè)績承諾需支付更高費(fèi)用時(shí)，主并方將減少使用業(yè)績承諾。從目標(biāo)方角度看，經(jīng)濟(jì)政策不確定性越高時(shí)，經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)越高，無法保證未來業(yè)績。周菊和陳欣[44]發(fā)現(xiàn)，目標(biāo)方所在行業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)越高，并購時(shí)越少簽訂業(yè)績承諾。因此當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性高時(shí)，風(fēng)險(xiǎn)的增大將使目標(biāo)方簽訂業(yè)績承諾的可能性進(jìn)一步降低，避免因違約帶來的損失和糾紛。

其次，業(yè)績承諾對(duì)上市公司的長期績效具有一定的促進(jìn)作用，不簽訂業(yè)績承諾則可能降低并購績效。實(shí)踐中，業(yè)績承諾可以作為衡量目標(biāo)方資產(chǎn)質(zhì)量的一個(gè)信號(hào)，影響著外部投資主體對(duì)目標(biāo)方的判斷，并購這樣的公司有助于提升主并方的股價(jià)表現(xiàn)[45]。從長期來看，業(yè)績承諾的金額在一定程度上反映了目標(biāo)方對(duì)未來幾年盈利的預(yù)期，有助于主并方對(duì)目標(biāo)方的性價(jià)比進(jìn)行有效判斷，更容易在并購后整合公司資源[46]。此外，并購交易完成后，業(yè)績承諾在一定程度上還促使雙方利益達(dá)成一致，實(shí)現(xiàn)“雙贏”[47]3。目標(biāo)方若超額完成業(yè)績承諾，管理層可依照協(xié)議獲取一定獎(jiǎng)勵(lì)，這使得目標(biāo)方管理層更加重視并購后的發(fā)展[48]。同時(shí)，業(yè)績承諾的順利實(shí)現(xiàn)也將提升主并方的業(yè)績，增加主并方企業(yè)價(jià)值。在經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高時(shí)，并購雙方都傾向于放棄業(yè)績承諾，則業(yè)績承諾對(duì)并購績效的促進(jìn)作用無從發(fā)揮，使得本就面臨更高風(fēng)險(xiǎn)的并購雪上加霜。

因此，本文提出以下假設(shè)：

H2.經(jīng)濟(jì)政策不確定性越高，并購雙方越傾向于不簽訂業(yè)績承諾，進(jìn)而帶來越差的并購績效。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文通過查閱BVD-ZEPHYR全球并購交易分析庫，收集了2011—2016年公告的中國上市公司作為主并方的并購事件。本文研究并購后三年的長期績效，且經(jīng)濟(jì)政策不確定性向前延伸一年，所以實(shí)際研究區(qū)間為2010—2019年。業(yè)績承諾數(shù)據(jù)來源為Wind數(shù)據(jù)庫，股價(jià)與財(cái)務(wù)指標(biāo)等數(shù)據(jù)均來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。本文對(duì)連續(xù)變量在兩端進(jìn)行1%的縮尾處理。

本文對(duì)并購事件進(jìn)行了如下篩選：（1）只考察滬、深兩市A股上市公司為主并方的并購事件；（2）僅選擇并購交易完成的事件；（3）剔除ST與*ST樣本；（4）若主并方在同一年內(nèi)發(fā)生多起并購交易，選取并購金額最大的交易為樣本；（5）選擇并購金額在1 000萬元以上且取得目標(biāo)公司控制權(quán)的樣本；（6）剔除金融業(yè)的并購事件；（7）剔除特征變量缺失的數(shù)據(jù)。最終本文獲得并購樣本1 956個(gè)，年度分布情況如表1所示。

表1 并購樣本2011—2016年分布

（二）變量說明

1. 長期并購績效（BHAR）

借鑒楊超等[13]203的研究，本文使用長期市場(chǎng)反應(yīng)（BHAR）作為長期并購績效的度量指標(biāo)。BHAR的計(jì)算方式如下

其中，T代表考察的時(shí)間范圍；Rit表示樣本在t月時(shí)的股票收益率；E(Rit)代表t月時(shí)樣本股票月份期望收益率，該指標(biāo)可由市場(chǎng)模型估計(jì)得出，以國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫月份個(gè)股回報(bào)率指標(biāo)按實(shí)際市場(chǎng)類型匹配，將并購觀察值i分別與上證A股或深證A股月份收益率數(shù)據(jù)匹配，計(jì)算得出本文所需的長期市場(chǎng)反應(yīng)（BHAR）。

2. 經(jīng)濟(jì)政策不確定性（CNEPU）

國內(nèi)外學(xué)者曾采取多種方式衡量經(jīng)濟(jì)政策的不確定性。自Baker等[22]1593對(duì)新聞稿件中包含不確定性的相關(guān)術(shù)語進(jìn)行計(jì)數(shù)，以海量報(bào)刊等資料進(jìn)行文本分析進(jìn)而構(gòu)建出BBD指標(biāo)以來，該指標(biāo)成為研究經(jīng)濟(jì)政策不確定性的主要變量[9]618[49]142[50]。根據(jù)BBD指標(biāo)的研究思路，黃昀和陸尚勤[51]合作編制了中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)（China Economic Policy Uncertainty Index）①該指數(shù)主要選取了人民日?qǐng)?bào)（海外版）、解放日?qǐng)?bào)、北京青年報(bào)、新京報(bào)、廣州日?qǐng)?bào)、羊城晚報(bào)、今晚報(bào)、南方都市報(bào)、文匯報(bào)和新聞晨報(bào)十份中國內(nèi)地的報(bào)紙，在電子報(bào)紙文章中搜索經(jīng)濟(jì)政策不確定性相關(guān)關(guān)鍵詞匯的出現(xiàn)頻次來編制指數(shù)。文章將主要關(guān)鍵詞分為經(jīng)濟(jì)、不確定性和政策三大類條件，細(xì)分為56個(gè)關(guān)鍵詞匯，將包含經(jīng)濟(jì)中關(guān)鍵詞的文章數(shù)量為標(biāo)準(zhǔn)，測(cè)量同時(shí)包含三大條件中任意一個(gè)關(guān)鍵詞的文章數(shù)，以2000年1月為起始測(cè)量時(shí)點(diǎn)，用2000年1月—2011年12月的數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)差對(duì)時(shí)間序列標(biāo)準(zhǔn)化，后續(xù)形成每月中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)。，本文使用該指數(shù)，并參考彭俞超等[49]144的方法將月度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為年度數(shù)據(jù)，構(gòu)建出經(jīng)濟(jì)政策不確定性代理變量（CNEPU）。

3. 并購業(yè)績承諾（MAPC）

在并購時(shí)簽訂業(yè)績承諾協(xié)議的目的是保護(hù)中小股東的利益，降低并購風(fēng)險(xiǎn)，發(fā)揮協(xié)同效應(yīng)。榮麟和朱啟貴[52]研究發(fā)現(xiàn)，引入業(yè)績承諾可提升主并方股價(jià)的短期表現(xiàn)。本文以并購時(shí)是否簽訂業(yè)績承諾協(xié)議（MAPC）作為虛擬變量，來觀察其產(chǎn)生的中介作用。

（三）回歸模型

借鑒有關(guān)并購市場(chǎng)反應(yīng)的相關(guān)研究[13]203，本文設(shè)計(jì)模型（2）來驗(yàn)證H1

其中，BHAR代表長期市場(chǎng)反應(yīng)；CNEPU代表經(jīng)濟(jì)政策不確定性。同時(shí)，本文加入公司規(guī)模（SIZE）、公司年齡（AGE）、第一大股東持股比例（FH）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、流動(dòng)比率（LDR）、每股收益（EPS）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）、現(xiàn)金流（CASH）、所有權(quán)性質(zhì)（STATE）、并購規(guī)模（SCALE）作為控制變量（Control），同時(shí)控制行業(yè)固定效應(yīng)（IND）。具體變量定義如表2所示。在后續(xù)研究中，本文在模型（2）中分別代入主并方一年期、兩年期和三年期市場(chǎng)反應(yīng)，若c1的系數(shù)顯著為負(fù)，表明經(jīng)濟(jì)政策不確定性會(huì)降低長期并購績效。

表2 主要變量定義及說明

在此基礎(chǔ)上，本文構(gòu)建中介效應(yīng)模型，對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性、并購業(yè)績承諾、長期市場(chǎng)反應(yīng)之間的作用機(jī)理進(jìn)行分析。在模型（2）的基礎(chǔ)上，使用Logit模型（3）檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)政策不確定性（CNEPU）對(duì)并購交易中是否簽訂業(yè)績承諾協(xié)議（MAPC）的影響

本文進(jìn)一步構(gòu)建模型（4），同時(shí)加入經(jīng)濟(jì)政策不確定性（CNEPU）、是否簽訂業(yè)績承諾（MAPC），對(duì)并購市場(chǎng)反應(yīng)（BHAR）進(jìn)行回歸分析

若系數(shù) β1顯著，且不顯著，則為完全中介效應(yīng)，表明經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)并購市場(chǎng)反應(yīng)的影響僅依賴于是否簽訂業(yè)績承諾來實(shí)現(xiàn)；若都顯著，且小于模型（2）中的c，則為部分中介效應(yīng)，表明業(yè)1績承諾在經(jīng)濟(jì)政策不確定性和并購長期市場(chǎng)反應(yīng)之間發(fā)揮了部分中介作用。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

本文1 956個(gè)樣本的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表3所示。經(jīng)濟(jì)政策不確定性（CNEPU）變量即使是最小值也高于標(biāo)準(zhǔn)值100，說明不確定性較為明顯。并購長期市場(chǎng)反應(yīng)中，一年期（BHAR12）觀察值均值為正數(shù)，兩年期（BHAR24）及三年期（BHAR36）均值為負(fù)數(shù)，說明隨時(shí)間的推移，并購活動(dòng)對(duì)主并方市場(chǎng)反應(yīng)的正面影響在消退。業(yè)績承諾（MAPC）為虛擬變量，均值為0.637 5，說明簽訂業(yè)績承諾協(xié)議的樣本為63.75%。其他控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)與現(xiàn)有研究較為接近。

表3 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

（二）相關(guān)性分析

本文相關(guān)變量的Pearson相關(guān)系數(shù)如表4所示。CNEPU與BHAR24相關(guān)系數(shù)為?0.043 9且在10%水平上顯著，與BHAR36相關(guān)系數(shù)為?0.206 8且在1%水平上顯著，說明經(jīng)濟(jì)政策不確定性與并購長期市場(chǎng)反應(yīng)負(fù)相關(guān)，初步支持了H1。MAPC與不同期間并購市場(chǎng)反應(yīng)的相關(guān)系數(shù)分別為0.125 8、0.134 2和0.151 2，且均在1%水平上顯著，說明業(yè)績承諾可以促進(jìn)并購長期市場(chǎng)反應(yīng)。MAPC與CNEPU的相關(guān)系數(shù)顯著為?0.151 9，說明業(yè)績承諾與經(jīng)濟(jì)政策不確定性有負(fù)相關(guān)關(guān)系，初步支持了H2。

表4 Pearson相關(guān)性分析

（三）基本回歸結(jié)果

根據(jù)模型（2）的結(jié)果（如表5所示），經(jīng)濟(jì)政策不確定性（CNEPU）與一年期并購市場(chǎng)反應(yīng)（BHAR12）之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系不顯著，但與兩年期并購市場(chǎng)反應(yīng)（BHAR24）和三年期并購市場(chǎng)反應(yīng)（BHAR36）顯著負(fù)相關(guān)，系數(shù)分別為?0.003 5和?0.020 5。

表5 基本回歸結(jié)果

企業(yè)并購交易是一件長期且復(fù)雜的工作，隨著時(shí)間的推移，經(jīng)濟(jì)政策不確定性帶來了主并方長期市場(chǎng)反應(yīng)的下降，H1成立。此外，從控制變量的回歸結(jié)果也可以看出，企業(yè)規(guī)模（SIZE）越大，并購市場(chǎng)反應(yīng)越差；流動(dòng)比率（LDR）越高，并購市場(chǎng)反應(yīng)越好；當(dāng)主并方為國有企業(yè)時(shí)，并購市場(chǎng)反應(yīng)越好。

（四）是否簽訂業(yè)績承諾協(xié)議的中介效應(yīng)分析

表5所列示的回歸結(jié)果可以看作中介效應(yīng)檢驗(yàn)的第一步。在此基礎(chǔ)上，模型（3）作為中介效應(yīng)檢驗(yàn)的第二步：檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)政策不確定性（CNEPU）與并購業(yè)績承諾（MAPC）之間的關(guān)系。表6的第（1）列回歸結(jié)果顯示，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的系數(shù)顯著為負(fù)，說明經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高時(shí)，并購雙方越不會(huì)簽訂業(yè)績承諾協(xié)議。

表6 中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

模型（4）作為中介效應(yīng)檢驗(yàn)的第三步：將并購事件的長期市場(chǎng)反應(yīng)（BHAR）作為被解釋變量，經(jīng)濟(jì)政策不確定性（CNEPU）和是否簽訂業(yè)績承諾（MAPC）作為解釋變量進(jìn)行回歸。

表6的第（3）、第（4）列可以看出，經(jīng)濟(jì)政策不確定性（CNEPU）的系數(shù)均顯著為負(fù)，對(duì)長期市場(chǎng)反應(yīng)（BHAR24）和（BHAR36）均有負(fù)面影響。是否簽訂業(yè)績承諾（MAPC）的系數(shù)則均顯著為正。而且表6中經(jīng)濟(jì)政策不確定性的系數(shù)均小于表5①本文使用Freedman和Schatzkin[53]提出的判斷中介變量效果的度量方法，觀察經(jīng)濟(jì)政策不確定性（CNEPU）一項(xiàng)在模型（2）和模型（4）中的系數(shù)之差是否顯著異于零。統(tǒng)計(jì)量的計(jì)算方法為

其中，

σ

c

為

c

的標(biāo)準(zhǔn)差；

σ

c

′

為

c

′的標(biāo)準(zhǔn)差。

ρ

XM

為經(jīng)濟(jì)政策不確定性（CNEPU）與是否簽訂業(yè)績承諾（MAPC）的相關(guān)系數(shù)。全樣本的

t

值計(jì)算結(jié)果顯示，當(dāng)被解釋變量為兩年期并購市場(chǎng)反應(yīng)（BHAR24）時(shí)，

t

值為?2.74；當(dāng)被解釋變量為三年期并購市場(chǎng)反應(yīng)（BHAR36）時(shí)，

t

值為?2.24。這說明加入是否簽訂業(yè)績承諾變量之后經(jīng)濟(jì)政策不確定性系數(shù)的絕對(duì)值均顯著變小，也就是說，是否簽訂業(yè)績承諾在經(jīng)濟(jì)政策不確定性和并購長期市場(chǎng)反應(yīng)之間的傳導(dǎo)關(guān)系成立，本文的H2成立。，說明業(yè)績承諾在經(jīng)濟(jì)政策不確定性與并購長期市場(chǎng)反應(yīng)的關(guān)系中發(fā)揮部分中介作用，本文的H2成立。本文的Sobel檢驗(yàn)中，

Z

統(tǒng)計(jì)量達(dá)到?1.894 1和?1.986 0且顯著，進(jìn)一步明確了業(yè)績承諾的部分中介作用

②

在Sobel中介效應(yīng)檢驗(yàn)中發(fā)現(xiàn)，業(yè)績承諾在經(jīng)濟(jì)政策不確定性與兩年期市場(chǎng)反應(yīng)之間起到18.21%的部分中介作用，與三年期市場(chǎng)反應(yīng)之間起到3.35%的中介作用。上市公司在經(jīng)濟(jì)政策不確定性時(shí)期不愿意簽訂業(yè)績承諾，是經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)并購后長期市場(chǎng)反應(yīng)的重要影響機(jī)制。此外，本文還進(jìn)行了Bootstrap中介效應(yīng)檢驗(yàn)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)并購長期市場(chǎng)反應(yīng)的直接效應(yīng)顯著，是否簽訂并購業(yè)績承諾的間接效應(yīng)也顯著。受篇幅所限，本部分詳細(xì)結(jié)果未在文中列出。

。

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 改變經(jīng)濟(jì)政策不確定性的度量方式

基于對(duì)《南華早報(bào)》文章關(guān)鍵詞的搜索，Baker等[22]1593也構(gòu)建了中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)（BBD）。首先，本文將基本模型中的CNEPU指標(biāo)替換為以香港南華早報(bào)測(cè)算的指標(biāo)（BBD），對(duì)模型（2）重新進(jìn)行回歸。從表7的第（1）～第（3）列可以看出，將BBD指標(biāo)作為經(jīng)濟(jì)政策不確定性的度量指標(biāo)與CNEPU指標(biāo)的實(shí)證結(jié)果一致。經(jīng)濟(jì)政策不確定性（BBD）與兩年期市場(chǎng)反應(yīng)（BHAR24）、三年期市場(chǎng)反應(yīng)（BHAR36）之間的關(guān)系均在1%水平上顯著為負(fù)，支持本文H1。其次，本文對(duì)并購業(yè)績承諾發(fā)揮的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，對(duì)模型（3）和模型（4）重新進(jìn)行回歸，經(jīng)濟(jì)政策不確定性（BBD）與是否簽訂業(yè)績承諾（MAPC）的系數(shù)顯著為負(fù)；經(jīng)濟(jì)政策不確定性（BBD）與兩年、三年長期市場(chǎng)反應(yīng)（BHAR）的系數(shù)均顯著為負(fù)，是否簽訂業(yè)績承諾（MAPC）與兩年、三年長期市場(chǎng)反應(yīng)（BHAR）的系數(shù)則顯著為正，而且第（6）列中經(jīng)濟(jì)政策不確定性的系數(shù)顯著小于第（2）列，第（7）列中經(jīng)濟(jì)政策不確定性的系數(shù)顯著小于第（3）列①進(jìn)一步地，本文觀察了經(jīng)濟(jì)政策不確定性（BBD）一項(xiàng)在模型（2）和模型（4）中的系數(shù)之差是否顯著異于零。全樣本的T值計(jì)算結(jié)果顯示，當(dāng)被解釋變量為兩年期并購市場(chǎng)反應(yīng)（BHAR24）時(shí)，t值為?5.24；當(dāng)被解釋變量為三年期并購市場(chǎng)反應(yīng)（BHAR36）時(shí)，t值為?28.11。這說明加入是否簽訂業(yè)績承諾變量之后經(jīng)濟(jì)政策不確定性系數(shù)的絕對(duì)值均顯著變小。，支持本文H2。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)?改變經(jīng)濟(jì)政策不確定性的度量方式

2. 改變并購長期績效的度量方式

首先，借鑒張學(xué)勇等[54]對(duì)長期市場(chǎng)反應(yīng)的計(jì)算方法，本文使用Fama-French三因子模型重新計(jì)算樣本股票的累計(jì)異常收益率（BHAR）

具體來說，通過模型（5）估計(jì)系數(shù)γ0i、γ1i、γ2i及γ3i。其中，γit是股票i在第t日的原始收益率；γft是第t日無風(fēng)險(xiǎn)收益率； γmt是第t日市場(chǎng)市值加權(quán)收益率； S MBt表示第t日市值因子； H MLt表示第t日賬面市值比因子。在模型（5）基礎(chǔ)上，計(jì)算模型（6）中個(gè)股在時(shí)間窗口內(nèi)的異常收益率。模型（7）計(jì)算出窗口期累計(jì)異常收益率BHAR，其中，t1和t2分別為窗口期開始和結(jié)束的時(shí)間點(diǎn)；BHAR1Y為一年期市場(chǎng)反應(yīng)；BHAR2Y為兩年期市場(chǎng)的反應(yīng)；BHAR3Y為三年期市場(chǎng)的反應(yīng)。由表8的第（1）～第（3）列可知，經(jīng)濟(jì)政策不確定性與并購長期市場(chǎng)反應(yīng)（BHAR1Y，BHAR2Y和BHAR3Y）顯著負(fù)相關(guān)，與前文結(jié)果一致。由第（4）～第（6）列可知，業(yè)績承諾的中介作用仍然顯著。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)?改變長期市場(chǎng)反應(yīng)的度量方式

其次，借鑒已有研究[3]150[5]131[14]133，本文使用企業(yè)經(jīng)營管理成果（凈資產(chǎn)收益率ROE）來衡量長期并購績效，按照并購首次公告日前后各年的凈資產(chǎn)收益率ΔROE度量，本文選取主并方并購前后1年（ΔROEt-1，t+1）和2年（ΔROEt-2，t+2）①并購首次公告日前后兩年的凈資產(chǎn)收益率平均變化量（ΔROEt-2， t+2），等于并購?fù)瓿芍髢赡辏╰+1年，t+2年）的ROE均值減去并購前兩年（t?2年，t?1年）的ROE均值。的凈資產(chǎn)收益率之差來度量長期并購績效，從回歸結(jié)果依然可以得出以上結(jié)論（限于篇幅，這里未匯報(bào)該回歸結(jié)果）。

3. 區(qū)分不同類型經(jīng)濟(jì)政策不確定性下的長期并購績效

本文進(jìn)一步分別從財(cái)政、貨幣、貿(mào)易和匯率政策等四個(gè)經(jīng)濟(jì)政策不確定性出發(fā)，重新審視其對(duì)企業(yè)并購長期績效的差異化影響。從回歸結(jié)果可以看出，財(cái)政、貨幣、貿(mào)易和匯率政策等四個(gè)經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)系數(shù)在1%水平下均顯著為負(fù)，說明無論是總的經(jīng)濟(jì)政策不確定性還是細(xì)分的經(jīng)濟(jì)政策不確定性，都對(duì)并購長期績效具有抑制作用（限于篇幅，這里未匯報(bào)該回歸結(jié)果）。

（六）進(jìn)一步分析

本部分運(yùn)用信息不對(duì)稱理論、委托代理理論和融資約束理論從管理層持股及融資約束程度產(chǎn)生的調(diào)節(jié)作用進(jìn)行分析，以期為經(jīng)濟(jì)政策不確定性與并購長期市場(chǎng)反應(yīng)之間的關(guān)系研究提供進(jìn)一步的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

1. 管理層持股的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)

經(jīng)濟(jì)政策不確定性高的時(shí)期，主并方的管理層可能從自身利益出發(fā)做出并購決策，從而可能引發(fā)過度并購?fù)顿Y，加之股東等委托方難以在經(jīng)濟(jì)政策不確定較高的時(shí)期進(jìn)行有效監(jiān)督與約束，最終對(duì)并購交易后的公司價(jià)值產(chǎn)生負(fù)面影響。而已有研究認(rèn)為，管理層持股是緩解主并方代理問題的一種方式[55]。在經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高的時(shí)期，如果管理層有一定持股，則可能改善決策以回避使其自身利益受損的風(fēng)險(xiǎn)，使并購決策更加符合公司長遠(yuǎn)發(fā)展，有助于提升并購績效。因此，本文使用上市公司披露的管理層持股比例MSH作為調(diào)節(jié)變量，建立模型（8）進(jìn)行檢驗(yàn)

回歸結(jié)果如表9所示。第（2）、第（3）列交乘項(xiàng)（CNEPU×MSH）的系數(shù)均在1%水平上顯著為正，說明管理層持股在長期對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性與并購市場(chǎng)反應(yīng)之間的關(guān)系產(chǎn)生正向的調(diào)節(jié)作用，即管理層持股在經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高時(shí)在一定程度上降低了代理成本，改善與提升了企業(yè)在并購后的市場(chǎng)反應(yīng)，與預(yù)期一致。

表9 管理層持股的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)

2. 融資約束的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)

為保證必要的資金需求，公司在融資約束高時(shí)可能必須放棄利潤高的投資機(jī)會(huì)。連玉君和蘇治[56]研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)在融資約束困境情況下實(shí)際投資支出偏離最優(yōu)水平，平均投資效率顯著低于最優(yōu)水平。Martynova和Renneboog[57]從主并方并購支付資金來源的角度研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)融資約束情況會(huì)影響并購市場(chǎng)反應(yīng)。經(jīng)濟(jì)政策不確定性加劇企業(yè)受到的外部融資約束程度，而企業(yè)內(nèi)部的融資約束更將在資本市場(chǎng)中傳遞出不利于企業(yè)發(fā)展的信息，導(dǎo)致外部投資者對(duì)主并方的信心不足，導(dǎo)致公司股價(jià)的下跌。故本文預(yù)期，經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高時(shí)，企業(yè)面臨的融資約束將對(duì)并購的長期市場(chǎng)反應(yīng)產(chǎn)生更大的消極影響。本文借鑒Kaplan和Zingales[58]的研究，以上市公司并購當(dāng)年的數(shù)據(jù)構(gòu)建融資約束的代理變量（FCKZ）①KZ指數(shù)的衡量方法如下：首先，若經(jīng)營性凈現(xiàn)金流（經(jīng)營性凈現(xiàn)金流與上期總資產(chǎn)比值）低于中位數(shù)，則kz1取值為1，否則為0；若現(xiàn)金持有量（現(xiàn)金持有與上期總資產(chǎn)比值）低于中位數(shù)，則kz2取值為1，否則為0；若派現(xiàn)水平（現(xiàn)金股利與上期總資產(chǎn)比值）低于中位數(shù)，則kz3取值為1，否則為0；若負(fù)債程度（資產(chǎn)負(fù)債率）高于中位數(shù)，則kz4取值為1，否則為0；若成長性水平（托賓Q值）高于中位數(shù)，則kz5取值為1，否則為0。其次，令KZ = kz1 + kz2 + kz3 + kz4 + kz5，并進(jìn)行排序邏輯回歸，KZ指數(shù)越大，說明公司面臨的融資約束更為嚴(yán)重。，建立模型（9）進(jìn)行檢驗(yàn)

從表10的結(jié)果可以看出，經(jīng)濟(jì)政策不確定性與融資約束的交乘項(xiàng)（CNEPU×FCKZ）對(duì)一年期和兩年期并購市場(chǎng)反應(yīng)的系數(shù)在5%的顯著性水平上顯著為負(fù)，說明融資約束程度會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性與并購市場(chǎng)反應(yīng)之間的關(guān)系產(chǎn)生負(fù)向的調(diào)節(jié)作用。與前文管理層持股的正向調(diào)節(jié)作用比較，融資約束對(duì)并購市場(chǎng)反應(yīng)的負(fù)面調(diào)節(jié)作用在第一年體現(xiàn)，說明融資約束的時(shí)效性更強(qiáng)。在經(jīng)濟(jì)政策不確定時(shí)期進(jìn)行的并購交易，由于主并方自身受到融資約束，可能會(huì)對(duì)并購后市場(chǎng)反應(yīng)有顯著的抑制作用。

表10 融資約束的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)

3. 行業(yè)周期性的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)

由于周期性行業(yè)存在較高的調(diào)整成本，本文預(yù)期當(dāng)并購方屬于周期性行業(yè)時(shí)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)長期并購績效的抑制作用更為顯著[59]。從回歸結(jié)果可以看到，行業(yè)周期性加劇了經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)長期并購績效的抑制作用（限于篇幅，這里未匯報(bào)該回歸結(jié)果）。

4. 業(yè)績承諾完成情況的中介作用檢驗(yàn)

業(yè)績承諾的簽訂不意味著必然實(shí)現(xiàn)。呂長江和韓慧博[50]12研究發(fā)現(xiàn)，目標(biāo)公司如果達(dá)成業(yè)績承諾協(xié)議中的要求，將有效提高上市公司的業(yè)績，有利于市場(chǎng)反應(yīng)的提升。本文在H2的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步分析業(yè)績承諾的完成情況的中介作用。

從業(yè)績承諾能否完成的角度看，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的提高會(huì)增加經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)，并購交易完成后目標(biāo)公司在高風(fēng)險(xiǎn)環(huán)境下難以保證達(dá)到業(yè)績承諾要求，進(jìn)而帶來并購長期市場(chǎng)反應(yīng)的降低。因此，本文設(shè)定FINISH為業(yè)績承諾完成情況的代理變量，若目標(biāo)公司達(dá)到業(yè)績承諾要求，取值為1，否則為0，并建立如下模型進(jìn)行檢驗(yàn)

由表11的第（1）列對(duì)模型（10）檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，經(jīng)濟(jì)政策不確定性與并購交易中業(yè)績承諾的完成情況在1%的顯著性水平上顯著為負(fù)，而在第（4）列中經(jīng)濟(jì)政策不確定性（CNEPU）與長期市場(chǎng)反應(yīng)（BHAR）的系數(shù)顯著為負(fù)，業(yè)績承諾的完成情況（FINISH）與長期市場(chǎng)反應(yīng)（BHAR）的系數(shù)顯著為正，表明經(jīng)濟(jì)政策不確定性不利于業(yè)績承諾的完成，從而增加了經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)并購長期市場(chǎng)反應(yīng)的負(fù)向影響，對(duì)本文主要研究假設(shè)進(jìn)行了補(bǔ)充。

表11 業(yè)績承諾完成情況的中介作用檢驗(yàn)

五、結(jié)論與建議

經(jīng)濟(jì)政策不確定性是全球性的現(xiàn)實(shí)問題。經(jīng)濟(jì)政策不確定性過高不僅對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)具有不利影響，也會(huì)影響微觀經(jīng)濟(jì)主體的外部經(jīng)營環(huán)境。本文以中國上市公司2011—2016年的并購樣本作為研究對(duì)象，探究經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)并購的長期績效產(chǎn)生的影響，實(shí)證結(jié)果表明：（1）經(jīng)濟(jì)政策不確定性越強(qiáng)時(shí)，主并方并購后的長期績效（即長期市場(chǎng)反應(yīng)）可能越差；（2）機(jī)制檢驗(yàn)表明，經(jīng)濟(jì)政策不確定性高時(shí)，并購交易中簽訂的業(yè)績承諾減少，進(jìn)而帶來主并方長期市場(chǎng)反應(yīng)的降低；（3）管理層持股會(huì)緩解經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)并購長期市場(chǎng)反應(yīng)的消極影響，而融資約束會(huì)加劇經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)并購長期市場(chǎng)反應(yīng)的消極影響。在進(jìn)一步分析中，本文觀察了經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)業(yè)績承諾完成情況的影響，發(fā)現(xiàn)不確定性越高越不利于業(yè)績承諾的完成，從而加劇對(duì)并購長期市場(chǎng)反應(yīng)的負(fù)向影響。經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，本文的結(jié)論依然成立。

本文的研究為更好地發(fā)揮并購交易在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用，促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)持續(xù)優(yōu)化調(diào)整具有重要的參考作用。對(duì)于管理部門而言，應(yīng)當(dāng)盡量保持政策推行的連續(xù)性和穩(wěn)定性，給予微觀企業(yè)的投資并購活動(dòng)明確的經(jīng)濟(jì)政策指引，完善信息披露機(jī)制，發(fā)揮業(yè)績承諾的積極作用。對(duì)于企業(yè)而言，應(yīng)合理選擇并購交易的時(shí)機(jī)，充分發(fā)揮業(yè)績承諾協(xié)議對(duì)并購后業(yè)績的促進(jìn)作用，緩解并購交易中的信息不對(duì)稱與代理沖突，不斷優(yōu)化公司治理體系，增強(qiáng)應(yīng)對(duì)外部經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)的能力。